ARTIGO ARTICLE

Introdução

A mortalidade infantil é classicamente considerada como um dos melhores indicadores do nível de vida e bem-estar social de uma população, (Simões, 1989; Duarte, 1992; Paim & Costa, 1993; Bercini, 1994). A mortalidade infantil tem dois componentes: o neonatal, compreendendo os óbitos ocorridos do nascimento até os 27 dias de vida; e o infantil tardio, incluindo os óbitos ocorridos do 28^o dia até um dia antes de completar um ano. O componente da mortalidade infantil mais associado com a qualidade de vida é o pós-neonatal. A mortalidade neonatal, por outro lado, reflete mais a assistência à saúde recebida pelas crianças e mães do que o bem-estar social, estando associada tanto a fatores biológicos como à assistência pré-natal, ao parto e ao recém-nascido. A redução da mortalidade neonatal é mais difícil. Sua prevenção envolve investimentos em serviços hospitalares de tecnologia mais complexa (Bercini, 1994).

No Brasil, a mortalidade pós-neonatal apresentou grande redução nos últimos anos, (Simões, 1989; Szwarcwald et al., 1992). A mortalidade neonatal, entretanto, tem mostrado uma redução mais lenta (Carvalho, 1993). Em alguns locais, inclusive, foi relatada uma parada ou redução em sua tendência de declínio ou, até mesmo, a ascensão da mortalidade nos primeiros momentos da vida do recém-nascido, denunciando, provavelmente, uma possível piora na qualidade da assistência obstétrica e pediátrica (Leal & Szwarcwald, 1996a; Ministério da Saúde, 1998).

No Maranhão, acompanhando a mesma tendência observada em outras regiões brasileiras, a mortalidade infantil vem diminuindo, mas o decréscimo tem sido mais lento do que em outros Estados. Entre 1982 e 1994, a mortalidade infantil no Maranhão reduziu-se de 86 por mil para 58 por mil (Silva & Ribeiro, 1997). As estimativas da mortalidade infantil no Estado foram obtidas em inquéritos populacionais, utilizando a técnica de Brass, em virtude do elevado sub-registro de óbitos e nascimentos. Desta forma, pouco se conhece sobre a evolução dos componentes neonatal e pós-neonatal da mortalidade infantil em nosso meio, pois as estatísticas oficiais são pouco úteis em conseqüência do sub-registro de nascimentos e de óbitos, ambos muito elevados no Estado (Estado do Maranhão/UNICEF, 1992; Campos et al., 1995; Silva & Ribeiro, 1997). Estudos recentes demonstraram que para a capital, São Luís, o sub-registro de óbitos e de nascimentos é de menor magnitude, tornando viável o seu estudo (Estado do Maranhão/ UNICEF, 1992).

A maioria dos trabalhos sobre tendências da mortalidade infantil foram realizados nas Regiões Sul ou Sudeste. Poucas têm sido as pesquisas realizadas no Nordeste sobre o tema. O propósito do presente trabalho é avaliar a evolução da mortalidade neonatal em São Luís nos últimos 18 anos, classificá-la de acordo com os dias de vida e pelo critério de evitabilidade de óbitos da Fundação SEADE. Pretendeu-se buscar explicações para a sua persistência em níveis elevados, quando a mortalidade pós-neonatal tem mostrado redução significativa em todo o período.

Material e métodos

A fonte de dados de óbitos (numerador do coeficiente de mortalidade infantil) foi a série histórica do Sistema de Informações sobre Mortalidade do Ministério da Saúde (SIM), de 1979 a 1996. Os dados de óbitos foram analisados sem correção para o sub-registro. Não se dispõe de informações que permitissem a aplicação de técnicas indiretas de estimação, pois as estimativas da PNAD (Pesquisa Nacional por Amostragem de Domicílios) não são desagregadas para o município de São Luís. É possível que o sub-registro de óbitos tenha mostrado tendência decrescente ao longo do período, pois houve uma elevação do percentual de nascimentos hospitalares, de 86,5% em 1991, Estado do Maranhão/UNICEF (1992) para 96,3% em 1996 (Tonial & Silva, 1997). Para os anos mais recentes, considerou-se que o sub-registro de óbitos esteja abaixo de 5%.

A fonte dos dados de nascimento (denominador do coeficiente de mortalidade infantil) foi a série histórica das Estatísticas do Registro Civil publicadas pelo IBGE, de 1979 a 1994. Nessas publicações são apresentados o número de crianças nascidas e registradas no mesmo ano e também o número de crianças registradas com até oito anos de atraso. Foi feita correção para o sub-registro de nascimentos utilizando-se o método do registro tardio, descrito pormenorizadamente em trabalho de Leal & Szwarcwald (1996a), supondo-se que poucas crianças são registradas com mais de oito anos de atraso.

Calculou-se, para os anos de 1979 a 1987, o fator de correção, dividindo-se o número de crianças nascidas e registradas no ano de nascimento pelo número de crianças nascidas e registradas com até oito anos de atraso. Para esses anos, calculou-se a média aritmética do fator de correção para registro tardio. Supondo-se que o percentual de registro no mesmo ano de nascimento tenha permanecido constante ao longo de toda a série histórica analisada, recalculou-se o número de nascidos vivos, multiplicando-se o número de nascidos vivos registrados no ano de nascimento pelo fator médio de correção para todo o período. Em seguida, para corrigir o efeito das flutuações casuais do registro civil e para se obter estimativas para os anos de 1995 e 1996, para os quais não se publicaram ainda as estatísticas, empregou-se a regressão exponencial. Assim, os nascidos vivos estimados para toda a série histórica foram corrigidos pelo método do registro tardio e, posteriormente, ajustados por regressão exponencial.

Obteve-se o coeficiente de mortalidade infantil (número de óbitos em menores de um ano) e infantil tardio (número de óbitos em crianças de 28 até 364 dias de vida), tendo como denominador o número de nascidos vivos em cada ano, expressos por mil habitantes. O coeficiente de mortalidade neonatal proporcional foi subdividido em precoce, óbitos até o sexto dia de vida, e tardio, do sétimo ao 27^o dia. O denominador constituiu-se no total de óbitos em menos de 28 dias e foi expresso por cem habitantes. A mortalidade neonatal precoce foi analisada em dois períodos distintos: para os menores de um dia de vida e para a faixa entre um e seis dias de vida.

Os dados de óbitos e de nascidos vivos não são sujeitos ao erro amostral, pois compreendem a totalidade dos eventos ocorridos, mas sofrem os efeitos do erro aleatório no processo de registro. Assim, para a comparação dos coeficientes ao longo do tempo, dois métodos foram utilizados para lidar com o erro aleatório: a taxa percentual de variação anual dos coeficientes, ajustada pela função log-linear aos valores observados de 1979 a 1996, e o intervalo de confiança dos coeficientes de mortalidade.

A taxa percentual de variação anual foi obtida a partir da fórmula: 100 x (exp(b)-1), empregando-se o coeficiente angular da regressão, calculado a partir da função log-linear (Log_eY_t = a + bt), que foi a que melhor se ajustou aos dados. Foi também obtido o intervalo de confiança da taxa de variação anual no nível de 95% (Singh & Yu, 1995). Este método foi utilizado para se avaliar tendências ao longo de toda a série histórica.

Os intervalos de confiança dos coeficientes foram utilizados quando se desejou fazer a comparação de dois anos específicos. O intervalo de confiança dos coeficientes obtido para cada ano foi calculado assumindo-se distribuição binomial, quando o número de óbitos observados foi de cem ou mais, ou distribuição de Poisson, quando o número de óbitos foi menor do que cem. O cálculo do intervalo de confiança, assumindo distribuição binomial, utilizou a seguinte fórmula: Coeficiente ± 1,96 x coeficiente x erro padrão/100. O erro padrão do coeficiente foi calculado pela fórmula abaixo:

Quando se assumiu a distribuição de Poisson, multiplicou-se o coeficiente pelos fatores de confiança dos limites superior e inferior do intervalo no nível de 95%, disponíveis em trabalho de MacDorman & Atinkson (1998).

Utilizou-se, também, a mortalidade proporcional nos menores de um ano nos períodos neonatal e pós-neonatal, a mortalidade proporcional no período neonatal por dias de vida e a mortalidade proporcional nos menores de um ano por grupos de causa da Fundação SEADE. A classificação da Fundação SEADE agrupa as causa de óbito de acordo com as possibilidades existentes para sua redução (reduzíveis, parcialmente reduzíveis, não evitáveis, desconhecidas e outras causas). Também leva em conta em que fase do ciclo reprodutivo as mortes poderiam ser passíveis de prevenção por assistência adequada (na gravidez, no parto ou no período neonatal). Esta classificação teve como base a CID-9 (Classificação Internacional de Doenças - 9^a revisão) (Seade, 1991). Desta forma, analisaram-se as tendências de 1979 a 1995 (1996 foi excluído pois, na tabulação das causas de mortalidade, passou-se a utilizar a CID-10).

Resultados

O coeficiente de mortalidade neonatal apresentou tendência de aumento significativo no período, quando passou de 10,45 por mil, em 1979, para 28,23 por mil, em 1996. Houve uma elevação de 170%, representando um acréscimo de 6,74% ao ano. Este aumento ocorreu em virtude do expressivo incremento no número de óbitos neonatais, pois o número de nascidos vivos mostrou evolução decrescente no período. Ocorreram dois picos de aumento: um entre 1987 e 1988 (de 12,03 para 19,35 por mil) e outro entre 1994 e 1995 (de 23,09 para 29,16 por mil) (Tabelas 1 e 2).

Ao contrário da mortalidade neonatal, a mortalidade pós-neonatal ou infantil tardia apresentou redução significativa no período, caindo de 23,26 por mil, em 1979, para 10,63 por mil, em 1996, decrescendo 5,16% ao ano (Tabelas 1 e 2). A diminuição não ocorreu durante todo o período. Observou-se tendência de aumento até 1984, com dois picos ascendentes: um em 1981 e outro em 1983. A redução foi observada a partir de 1987, sendo mais intensa de 1989 em diante (Tabela 1).

Refletindo o resultado destas duas tendências antagônicas, a mortalidade infantil permaneceu a mesma no período estudado, apresentando acréscimo não significativo de 0,18% ao ano (Tabelas 1 e 2)

Houve reversão da mortalidade proporcional em menores de um ano entre óbitos neonatais e pós-neonatais. Em 1979, os óbitos pós-neonatais representavam 69% dos óbitos infantis, e os neonatais, 31%. Em 1996, os óbitos neonatais passaram a ser responsáveis por 73% dos óbitos infantis, e os pós-neonatais, por 27% (Figura 1).

Analisando-se com mais detalhe a mortalidade neonatal, avaliando-a em três períodos distintos, observa-se que sua elevação foi causada pelo aumento da mortalidade neonatal precoce, tanto no grupo com menos de um dia, como no entre um e seis dias de vida (Tabela 3). O coeficiente de mortalidade neonatal para menores de um dia de vida aumentou 12,66% ao ano, e o para a faixa de um a seis dias, 7,93% ao ano, incrementos significativos. A mortalidade neonatal tardia não se alterou de forma significativa, pois o intervalo de confiança da taxa de variação anual incluiu o valor zero (Tabelas 2 e 3). A mortalidade proporcional também mostrou comportamento semelhante, observando-se que o acréscimo da mortalidade neonatal foi conseqüência apenas da mortalidade neonatal precoce, especialmente dos óbitos ocorridos antes das primeiras 24 horas de vida (Figura 2).

Pode-se observar que, até 1987, a mortalidade neonatal em menores de um dia se manteve em torno de dois a três por mil. A partir de 1988, ela cresce, passando a apresentar valores em torno de oito a dez por mil. O aumento da mortalidade neonatal no grupo de um a seis dias foi mais gradual, apresentando tendência de acréscimo mais ou menos constante, exceto a partir de 1994, quando passa do patamar de oito óbitos por mil para aproximadamente 13 por mil (Tabela 3).

A mortalidade proporcional no período neonatal segundo grupos de causa da Fundação SEADE apresentou importante variação no período. Observou-se queda no índice relativo aos óbitos reduzíveis por adequado controle da gravidez (grupo I) e às outras causas reduzíveis, dentre as quais se incluem as diarréias e infecções respiratórias (grupo V). Em sentido contrário, aumentou a mortalidade proporcional pelas causas reduzíveis por diagnóstico e tratamento precoce (grupo III), pelas parcialmente reduzíveis por adequado controle da gravidez (grupo IV) e pelas causas desconhecidas, dentre as quais se incluem as maldefinidas (grupo VII). As demais causas, as reduzíveis por adequada atenção ao parto (grupo II), as causas não evitáveis (grupo VII) e as outras causas (grupo VIII) permaneceram constantes (Figura 3).

Discussão

O coeficiente de mortalidade infantil no Brasil vem apresentando tendência declinante. Essa queda tem sido maior no componente pós-neonatal, nas regiões mais desenvolvidas e nas áreas urbanas (Simões, 1989; Szwarcwald et al., 1992; Paim & Costa, 1993; Bercini, 1994; Victora et al., 1994; Leal & Szwarcwald, 1996a). O declínio da mortalidade neonatal tem sido menor, mas constante ao longo das duas últimas décadas (Leal & Szwarcwald, 1996a). Na Região Nordeste, tem sido observado declínio dos dois componentes, porém de forma mais lenta que nas regiões mais desenvolvidas do país (Simões, 1989; Szwarcwald et al., 1992). Entretanto, dados recentes do Ministério da Saúde mostram tendência de estabilidade, ou mesmo de aumento, da mortalidade neonatal no Brasil como um todo (Ministério da Saúde, 1998).

Ao contrário de outros municípios brasileiros, o coeficiente de mortalidade infantil não vem decrescendo no Município de São Luís. Observou-se declínio do componente pós-neonatal que, ocorrendo paralelamente a um aumento na mortalidade neonatal, resultou em um coeficiente de mortalidade infantil estacionário nos últimos 18 anos. Entretanto, as conclusões aqui apontadas não são definitivas, pela inexistência de dados totalmente confiáveis. Nesta publicação, corrigiu-se o número de nascidos vivos, considerando-se o registro tardio, mas é possível que parte das crianças nascidas não tenham sido registradas. Porém, de 1979 a 1987, anos para os quais os dados já estão disponíveis, o percentual de registro no mesmo ano de nascimento permaneceu constante, em torno de 62%. Se não se pode assegurar que essa técnica de correção do sub-registro seja uma boa aproximação do número real de nascidos vivos, é provável que o percentual de crianças que são registradas no mesmo ano em que nascem tenha permanecido constante até 1996. Desse modo, se os fatores de erro forem os mesmos ao longo de todo o período, então o estudo das tendências pode ser feito.

Em relação ao numerador, entretanto, não foi feita nenhuma correção. Não é provável que o registro de óbitos tenha permanecido constante. Assim, o aumento da mortalidade neonatal observado, especialmente a partir de 1988, pode ter ocorrido, total ou parcialmente, em virtude de um artefato provocado pela melhora do registro de óbitos. Essa elevação coincidiu com a implantação do Sistema Único de Saúde (SUS) e a universalização do atendimento à saúde. Coincidiu, também, com o aumento do número de leitos em berçários de cuidados intermediários e intensivos disponíveis para a população de baixa renda, especialmente por causa da inauguração da UTI neonatal do Hospital Materno-Infantil. Isso contribuiu para aumentar a demanda nas instituições públicas, aumentando o percentual de partos hospitalares, o que pode ter elevado o registro de óbitos neonatais (Ministério da Saúde, 1998). Alterações na percepção de viabilidade fetal também podem ter contribuído para aumentar o registro de óbitos, pois crianças anteriormente tidas como inviáveis ou contabilizadas como natimortos podem ter passado a ser percebidas como nascidos vivos e, assim, ter o óbito registrado (Howell & Blondel, 1994).

O novo incremento detectado na mortalidade neonatal, a partir de 1995, provavelmente, não foi decorrente de um aumento do registro de óbitos, pois o percentual de nascimentos hospitalares já estava acima de 95%. Esse aumento coincide com o incremento no percentual de parto cesáreo no município e com o fechamento de uma das maternidades da cidade para reforma, provocando, possivelmente, queda na qualidade da assistência obstétrica e neonatal. O número de leitos neonatais no município não é suficiente para atender à demanda, que aumentou nos últimos anos em razão da universalidade do atendimento proporcionado pelo SUS. Os berçários funcionam superlotados, o que pode ter contribuído para aumentar a infecção hospitalar e, conseqüentemente, a mortalidade.

O elevado percentual de cesáreas, 25,7% em 1996 (Tonial & Silva, 1997), pode estar provocando iatrogenia, contribuindo, assim, para aumentar o percentual de óbitos reduzíveis, através do aumento da taxa de prematuridade (especialmente de prematuros limítrofes), de baixo peso ao nascer e das doenças do recém-nascido associadas à cesárea eletiva, indicada antes do termo da gestação, hipótese já aventada por Hartz et al. (1996). Em Ribeirão Preto, já foi descrita associação entre cesárea e aumento do baixo peso ao nascer, porém não foi observada relação entre cesárea e mortalidade infantil (Silva et al., 1998). Dada a diferença de qualidade, resolubilidade e nível tecnológico entre os dois sistemas de atenção médica, não é improvável que a piora da assistência pré-natal, ao parto e ao recém-nascido, da qual as cesáreas desnecessárias são um indicador emblemático, possa também estar associada a esse aumento ou, pelo menos, a essa persistência em níveis elevados da mortalidade neonatal em São Luís.

Com a redução da mortalidade pós-neonatal, a mortalidade neonatal passou a ter maior importância na composição da mortalidade infantil. A tendência crescente da mortalidade neonatal em São Luís é semelhante à observada recentemente no Brasil como um todo (Ministério da Saúde, 1998) e difere dos dados para a Região Nordeste entre 1979 a 1986, onde se observou queda lenta, mas regular, do coeficiente de mortalidade neonatal (IBGE/UNICEF, 1989). Difere, também, de outros Estados do Sul e Sudeste, onde foi relatada queda da mortalidade neonatal no Estado do Rio Grande do Sul, entre 1980 e 1992 (Victora et al., 1994), e da mortalidade neonatal precoce na cidade do Rio de Janeiro entre 1979 e 1989 (Duarte, 1991; Aragão, 1994). É também muito diferente da tendência reportada em Cuba (Corteguera, 1996) e em países desenvolvidos, como Estados Unidos (David & Siegel, 1983; Singh & Yu, 1995) e Noruega (Lie et al.,1987). Nestes países, a mortalidade neonatal caiu para valores abaixo de dez por mil já há alguns anos.

A análise da participação dos componentes precoce e tardio do índice de mortalidade neonatal demonstra que houve aumento do componente precoce e estagnação do tardio, diferente do observado em outros locais no Brasil, nos quais houve redução dos óbitos neonatais, tanto precoces quanto tardios, como em Ribeirão Preto (Almeida et al., 1992) e em Maringá (Bercini, 1994).

Pelo critério de evitabilidade de óbitos da Fundação SEADE, observou-se que, em todos os anos estudados, mais da metade dos óbitos neonatais ocorreram por causas reduzíveis. Tais achados sugerem que vêm ocorrendo em São Luís deficiências na assistência ao pré-natal, ao parto e ao neonato. Detectou-se aumento no percentual de óbitos por causas parcialmente reduzíveis por adequado controle da gravidez, com predomínio da prematuridade, baixo peso ao nascer e síndrome de angústia respiratória. Também houve incremento no percentual de óbitos reduzíveis por diagnóstico e tratamento precoce, destacando-se outras infecções específicas e outras infecções respiratórias do recém-nascido. Não foi possível realizar uma análise evolutiva dos óbitos segundo peso de nascimento, pois o percentual de óbitos sem registro do peso ao nascer foi maior do que 30% em todos os anos da série, tendo chegado, em alguns anos, a mais de 50%.

O grupo V, no qual destacaram-se infecções intestinais e pneumonia, apresentou tendência de redução. Tal redução certamente sofreu influência das ações básicas de saúde, como a promoção do aleitamento materno, uso do soro oral e imunizações, que têm efeito importante já no período neonatal (Estado do Maranhão/UNICEF, 1992; Galvão et al., 1994; Campos et al., 1995; Silva & Ribeiro, 1997).

Também detectou-se diminuição dos óbitos reduzíveis por adequado controle da gravidez (grupo I), no qual foi observada redução dos óbitos por tétano neonatal e por sífilis congênita, indicando uma melhoria no controle destes agravos durante o pré-natal.

O percentual de óbitos por causas reduzíveis por adequada atenção ao parto, no qual predominaram as mortes por asfixia, não apresentou melhoria no período estudado. O aumento no percentual de causas desconhecidas (maldefinidas) indica precariedade do sistema de informações de óbito. A desqualificação das informações de óbitos dificulta o conhecimento da realidade e a formulação de políticas adequadas. Simões (1989:40) referiu que "as verdadeiras e reais estimativas das taxas de mortalidade infantil só serão possíveis quando houver neste país interesse no aperfeiçoamento de sistemas estatísticos contínuos".

Leal & Szwarcwald (1996b) detectaram, no Estado do Rio de Janeiro, o mesmo comportamento inédito de aumento dos óbitos por causa de outras afecções respiratórias, quando a tendência em outros países, como Reino Unido, Japão e Estados Unidos, é de decréscimo acentuado dessas causas.

De acordo com os resultados acima apresentados, evidenciam-se falhas na assistência ao pré-natal, ao parto e ao recém-nascido. Não foram encontradas evidências claras de redução da mortalidade neonatal durante o período de análise, com exceção do grupo V, que inclui as gastroenterites e pneumonias, e do grupo I, tétano neonatal e sífilis congênita. Se não se pode afirmar categoricamente que a mortalidade neonatal tenha mesmo aumentado no período, pelo menos, pode-se dizer que ela não melhorou, o que já é um problema. Entretanto, é possível afirmar com mais segurança que a mortalidade neonatal aumentou a partir de 1995. Nossos achados sugerem que persistem ou pioraram as condições gerais desfavoráveis de assistência à gestante e ao recém-nascido, refletidas nos elevados índices de mortalidade neonatal por causas reduzíveis. É necessário um programa de melhoria da qualidade da assistência ao pré-natal, ao parto e ao recém-nascido, incluindo-se redução da taxa de cesáreas e readequação da assistência neonatal no município, hoje caracterizada pelo número insuficiente de unidades intermediárias e de alto risco para o atendimento.

Agradecimentos

Este trabalho é uma versão atualizada da Dissertação de Mestrado de autoria de Valdinar Sousa Ribeiro, apresentada ao Mestrado em Políticas Públicas da Universidade Federal do Maranhão, em 1996, financiado parcialmente pela FAPEMA (Fundação de Amparo à Pesquisa do Estado do Maranhão).

Agradecemos a Walna Melo Soares e a Victomar José Teixeira da Divisão de Coleta e Análise de Informações da Secretaria de Estado da Saúde, a Zilmar do IBGE e a Maria José Figueira de Mello e Silva Medeiros, pela disponibilidade e cessão de arquivos, documentos e bibliografia relevantes para a conclusão do presente trabalho. Agradecemos a Fernando Lamy Filho da Universidade Federal do Maranhão (UFMA), a Heloísa Bettiol e Marco Antônio Barbieri do Departamento de Puericultura e Pediatria da Faculdade de Medicina de Ribeirão Preto (USP) pela leitura e sugestões apresentadas no manuscrito.

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